農(nóng)村消費博士論文發(fā)表

　　農(nóng)村消費博士論文發(fā)表篇2

　　淺析農(nóng)村居民人均消費支出變化

　　【摘要】文章主要包括四個部分：第一部分為理論基礎。在介紹前人研究成果的基礎上，著重介紹本文的理論依據(jù)――凱恩斯的絕對收入理論;第二部分是模型建構。通過對2009年各地區(qū)農(nóng)民人均消費支出、人均工資性收入和人均其他收入建立雙對數(shù)模型，得出結(jié)論。第二部分又包括四個板塊：研究方法介紹、模型設定、模型估計、模型檢驗。第三部分是由模型分析得出來的結(jié)論。

　　【關鍵詞】農(nóng)村人均工資性收入 農(nóng)村人均消費支出 農(nóng)村人均其他收入 邊際消費傾向

　　一、理論基礎

　　根據(jù)凱恩斯主義的觀點，消費函數(shù)和儲蓄函數(shù)分別為C=f(Y)和S=F(Y)，換言之，儲蓄或者消費均為收入的穩(wěn)定函數(shù)。同時凱恩斯使用了平均消費傾向、邊際消費傾向等概念分析了收入變動對消費和儲蓄變動的影響。平均消費傾向APC(Average Propensity to Consume)等于總消費量在總收入量中所占的比例，即APC=C/Y，邊際消費傾向MPC(Marginal Propensity to Consume)等于消費增量在收入增量中所占的比例，即MPC=AC/△Y。凱恩斯認為，當收入增加時，居民增加消費，但其消費增加的幅度，比不上其收入增加的幅度――邊際消費傾向遞減規(guī)律，在收入為零時。仍有一定的消費量，稱為自主消費。因此居民消費與可支配收入之間可以建立―個一元線性回歸方程，即絕對收入假說。本文正是以此假說為基礎建立了雙對數(shù)模型。

　　二、模型設定

　　(一)研究方法

　　1.實證研究和規(guī)范分析相結(jié)合，以實證研究為主。根據(jù)經(jīng)驗判斷和恰當?shù)募僭O，對影響中國農(nóng)村居民消費的不同收入因素進行實證研究，并對實證結(jié)果進行必要的規(guī)范分析，以檢驗不同收入變量對中國農(nóng)村居民消費的影響。

　　2.定性和定量分析相結(jié)合，突出定量分析。本文除了采用定性分析的方法外，更重要的是采用了計量經(jīng)濟學的建模方法，并進行各種檢驗，包括：經(jīng)濟學意義檢驗、統(tǒng)計學檢驗、計量檢驗等，以實證分析有關變量對中國農(nóng)村居民消費的影響方向和程度。

　　(二)模型構建

　　1.模型中所有變量定義如下：

　　因變量：Y農(nóng)村居民人均消費支出;自變量：X1農(nóng)村居民人均工資性收入，X2表示農(nóng)村居民人均其他收入(除工資以外的農(nóng)民的其他收入包括家庭經(jīng)營收入，轉(zhuǎn)移支付收入和財產(chǎn)收入等);隨機誤差項：u影響農(nóng)村居民人均消費支出的其他變量和隨機因素，如居民財富等;函數(shù)的回歸系數(shù)(待定系數(shù))：β0，β1，β2。

　　2.模型的具體形式：Ln Y=β0+β1lnX1+β2lnX2+μ

　　(三)模型估計

　　由于本文采用的是截面數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2010中國統(tǒng)計年鑒》為了避免異方差，利用EVIEWS軟件直接采用加權最小二乘法(WLS)進行估計得出表1中的結(jié)果：

　　(四)模型檢驗

　　1.經(jīng)濟學意義檢驗。由回歸結(jié)果可得，β1，β2均大于0，表明農(nóng)村居民人均消費支出隨收入的增加而增加，但是由于β1，β2均小于1，且它們之和也小于1，表明人均收入沒相對變動1%，農(nóng)村居民人均消費支出相對變動小于1%，即邊際傾向遞減，符合凱恩斯的絕對收入理論，這表明模型通過了經(jīng)濟學意義檢驗。

　　2.統(tǒng)計學檢驗。擬合優(yōu)度度檢驗：調(diào)整后的可決系數(shù)R^2=0.999995 很接近1，說明模型整體擬合得很好。

　　T檢驗：給定檢驗水平0.05則自由度為28。查表得T值為2.048，由表1顯示的T統(tǒng)計量的值分別為21.67268和13.93833均遠遠大于T值，則拒絕原假設，接受備擇假設，即β1，β2均不為0，可知均通過T檢驗

　　F檢驗：給定檢驗水平0.05則F(2，28)查表得F統(tǒng)計量的值為2.34，由表1可知F統(tǒng)計量的值為2621.091遠遠大于2.34，則拒絕原假設，接受備擇假設，可知方程顯著，通過F檢驗。

　　3.計量經(jīng)濟學檢驗。多重共線性檢驗：利用EVIEWS軟件求出x10，x20的相關系數(shù)為0.379715，由于x10，x20的相關系數(shù)較小，則認為多重共線性不明顯，因此可不做相應的處理。

　　自相關檢驗：根據(jù)DW檢驗法，給定檢驗水平0.05，根據(jù)樣本容量31和回歸參數(shù)的個數(shù)k+1=3查D.W分布表的臨界值dl=1.30和du=1.57而D-W值為1.786641 又du<1.786641<4-du 由杜賓檢驗法知不存在自相關。

　　三、研究結(jié)論

　　由上文的模型研究可以得出以下結(jié)論：(1)lny=1.627484+0.342122lnX1+0.507733lnX2對農(nóng)村居民消費支出與收入的關系擬合得很好;(2)農(nóng)民的工資性收入每相對變動1%，則農(nóng)村居民的人均消費支出相對變動約0.34%，這說明農(nóng)村居民的工資性收入對消費的拉動占有一定的比例，因此我們要想拉動內(nèi)需，提高農(nóng)民的工資性收入是必要的方法之一;(3)農(nóng)民的其他收入包括家庭經(jīng)營收入，轉(zhuǎn)移支付收入和財產(chǎn)收入等沒相對變動1%，則農(nóng)村居民的人均消費支出約相對變動0.51，與工資性收入相比較，其他收入的邊際消費傾向相對大一些，這說明，提高農(nóng)民的其他收入，可以很好地拉動農(nóng)民的需求，因此政府采取一定的措施如增加轉(zhuǎn)移支付等增加農(nóng)民的其他收入也是提高內(nèi)需的一個方面;(4)比較β1，β2，雖然β1<β2，但是我們看到農(nóng)民的工資性收入對內(nèi)需的拉動是占有很大一部分的，這說明我國農(nóng)民的收入結(jié)構正在逐漸變化，工資性收入的比重正在增加，這就要求我們重視農(nóng)民工問題;(5)我們看β1，β2之和約為0.84，說明農(nóng)村居民的邊際消費傾向很高，因此我們要拉動內(nèi)需，農(nóng)村居民的消費是必須要提高的。

　　參考文獻

　　[1]鄭新立.增強消費對經(jīng)濟增長的拉動作用[J].求是，2006(09).

　　[2]樊綱，王小魯.消費條件模型和各地區(qū)消費條件指數(shù)[J].經(jīng)濟研究，2004.

　　[3]蘇波.擴大內(nèi)需戰(zhàn)略的重點是擴大居民消費[J].宏觀經(jīng)濟管理，2009(11).

　　[4]范劍平.把擴大農(nóng)村需求作為擴大內(nèi)需的重點[J].農(nóng)村經(jīng)營管理，2009(01).

　　[5]洪銀興.馬克思的消費力理論和擴大消費需求[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2010(03).

　　[6]趙保常，吳志剛.農(nóng)民工工資收入問題分析[J].中國勞動經(jīng)濟學，2007.

　　[7]中國統(tǒng)計局網(wǎng)站.

　　[8]中國統(tǒng)計年鑒，2010.